ESCALA DE PENSAMIENTO MÁGICO (EPM)

ENSEÑANZA E INVESTIGACIÓN EN PSICOLOGÍA VOL. 16, NUM. 2: 245-261 JULIO-DICIEMBRE, 2011
ESCALA DE PENSAMIENTO MÁGICO (EPM):
II. DISTRIBUCIÓN, DIFERENCIAS DEMOGRÁFICAS,
ESTABILIDAD Y VALIDEZ
Magical Thought Scale (MTS): II. Distribution,
demographic differences, stability, and validity
José Moral de la Rubia
Universidad Autónoma de Nuevo León1
RESUMEN
El objetivo de este trabajo fue estudiar la estabilidad temporal, distribución, diferencias demográficas y validez concurrente de las Escalas de Pensamiento Mágico de 24 y 12 reactivos. La validez criterial se estableció con la Escala de Creencias Paranormales y la divergente con la Escala de Esferas de Control. Se emplearon tres muestras: (1) normativa, de 837 participantes, (2) primera aplicación para
la confiabilidad temporal, de 200, donde se administraron la Escalas de Pensamiento Mágico de 24 reactivos y la Escala de Creencias Paranormales, y (3) segunda aplicación para la confiabilidad temporal, de 140 participantes, en la cual
se añadió la Escala de Esferas de Control. La Escala de Pensamiento Mágico de 24
reactivos mostró una distribución asimétrica positiva con tendencia a la normalidad, diferencias por escolaridad y clase social, asociación débil con confesión
o religión, estabilidad a las dos semanas y validez criterial y divergente. Estas
propiedades fueron muy semejantes a la versión de doce reactivos. Se concluye
que las Escalas de Pensamiento Mágico de 24 y 12 reactivos son instrumentos
estables y válidos.
Indicadores: Pensamiento mágico; Creencias paranormales; Creencias religiosas;
Locus de control; Escolaridad.
ABSTRACT
The objective of the article is to study the temporary stability, distribution,
demographic differences and concurrent validity of the Magic Thought Scale
of the 24 items and 12 items. The criterion validity was established with the
1
Facultad de Psicología, Mutualismo 110 y Salvatierra, Col. Mitras Centro, 64460 Monterrey,
N.L., México, tel. (81)83-33-82-33, ext. 128, correo electrónico: [email protected].
Artículo recibido el 30 de septiembre de 2008.
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Paranormal Belief Scale, and the divergent validity with the Spheres of Control Scale. Three samples were used: (1) the normative one, with 837 participants; (2) the first application for the estimate of the temporary reliability, with
200 participants, where the Magic Thought Scale of the 24 items and the Paranormal Belief Scale were administered; and (3) the second application for the
temporary reliability, with 140 participants, in which the Spheres of Control
Scale was added. The Magic Thought Scale of the 24 items showed a positive
asymmetric distribution with tendency to the normality, differences for education and social class, weak association with confession or religion, stability
to the two weeks, criterion validity, and divergent validity. These properties
were very similar in the version of twelve items. It is concluded that the Magic
Thought Scales of 24 and 12 items are stable and valid instruments.
Keywords: Magic thought; Paranormal beliefs; Religious beliefs; Locus of control;
Education.
INTRODUCCIÓN
Se pude definir el pensamiento mágico como la tendencia a atribuir intenciones y voluntad a fenómenos inanimados, a explicar fenómenos
naturales por medio de causas y fines sobrenaturales y a creer en poderes sobrenaturales y entes invisibles que actúan sobre el mundo físico.
Una manifestación del pensamiento mágico es la superstición, que se
centra en la suerte, el destino y la salud y la prevención del daño sobrenatural. Del mismo modo, las denominadas creencias sobrenaturales, supernaturales o paranormales son formas de acercarse al pensamiento mágico a través de su externalización o manifestación cultural. Uno de los instrumentos más usados en la investigación social, clínica y cognitiva para medir pensamiento mágico es la Escala de Creencias Paranormales (Paranormal Belief Scale, o PBS). La PBS fue creada por
Tobacyk en Estados Unidos en 1982 y revisada por él mismo en 1988.
Tobacyk y Milford (1983) reportaron validez y confiabilidad satisfactorias con la forma original de la PBS, pero con la versión revisada (RPBS)
se mejoró la confiabilidad temporal y la consistencia interna.
La replicación de la estructura factorial de la escala no está clara. Tobacyk y Thomas (1997) confirmaron su modelo de siete factores
ortogonales, y Lawrence y De Cicco (1997) obtuvieron una estructura de
cinco factores correlacionados. En su publicación, incluían la matriz
de correlaciones. Los datos fueron revisados por Hartman (1999) y, con
base en el criterio de análisis paralelos y parciales de promedios mínimos, mostró que la estructura de siete factores se ajustaba mejor a los
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datos. Lange, Irwin y Houran (2000) propusieron una estructura de dos
factores correlacionados de orden superior, y Thalbourne, Dumbar y Delin (1995) plantean un solo factor. Existen escalas de medida previas,
como las de Randall y Desrosiers (1980) y McGarry y Newberry (1981),
que miden creencias sobrenaturales. La RPBS está siendo usada especialmente en estudios de personalidad, en relación con conceptos como
locus de control (Dag, 1999; Groth-Marnat y Pegden, 1998; Tobacyk,
Nagot y Miller, 1988), autoeficacia (Tobacyk y Shrader, 1991) y religiosidad (Peeters, 2003). Con base en las correlaciones halladas en estos
estudios, las personas que apoyan más las creencias paranormales
muestran un locus de control externo, menor autoeficacia personal y
menor ortodoxia religiosa.
La conexión entre las creencias paranormales y la sensación de
control fue propuesta en la década de 1920 por Malinowski (1925/1992),
argumentando que las creencias mágico-religiosas sostenían una ilusión de control. Se hipotetizaba que las personas más dependientes emocionalmente, más dependientes de campo o con un locus de control más
externo tenderían más a desarrollar creencias supersticiosas y pensamiento mágico, reflejando así una menor individuación y madurez del
pensamiento crítico. Hergovich (2003) estudió la relación entre la dependencia de campo, la sugestionabilidad y las creencias paranormales con
un enfoque experimental. Tras la realización de tres experimentos, concluyó que había una relación sustancial de la sugestionabilidad y la
dependencia de campo con las creencias en fenómenos paranormales,
la cual podría ser explicada mediante diferentes mecanismos de afrontamiento ante la incertidumbre. Las investigaciones con estudios no experimentales y diseños transversales de tipo correlacional han demostrado que hay una relación entre el locus de control externo y la creencia
en los fenómenos paranormales (Peltzer, 2002; Randall y Desrosiers,
1980; Tobacyk y Milford, 1983; Tobacyk y cols., 1988). Precisamente,
las primeras medidas del pensamiento mágico, en su intento de validación, determinaban su relación con el locus de control (Randall y Desrosiers, 1980).
En México existen las Escalas de Pensamiento Mágico de veinticuatro o de doce reactivos (EPM24 y EPM12, respectivamente) creadas por
Moral (2009) a partir de un modelo unidimensional, tras estipularse las
definiciones de pensamiento mágico y superstición presentadas en el primer párrafo. Desde estas definiciones de corte psicosocial, un grupo de
expertos definió 42 reactivos. Luego, la redacción de los reactivos fue
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valorada por una muestra de treinta participantes con estudios de primaria en cuanto a su comprensibilidad, y por último se aplicó la escala
a una muestra normativa de 837 participantes de la población general.
Al analizar los datos, se definió una estructura de dos factores correlacionados con índices de ajuste adecuados: el primero fue interpretado
como el patrón de respuestas a las preguntas formuladas en sentido
racional (doce reactivos) y, el segundo, como patrón de respuestas a las
preguntas formuladas en sentido de pensamiento mágico (doce reactivos); de ahí que al nivel de interpretación se validase el modelo unidimensional propuesto con veinticuatro reactivos. La reducción a doce reactivos, seis por factor, se hizo con el objetivo de lograr un buen ajuste sin
pérdida notoria de consistencia interna ni estabilidad temporal.
El objetivo de este trabajo, pues, fue estudiar la estabilidad temporal, la distribución, las diferencias demográficas y la validez concurrente de EPM24 y EPM12. La validez criterial se establece con la RPBS
de Tobacyk y cols. (1988), y la divergente con el constructo de locus de
control medido por la tercera revisión de la Escala de Esferas de Control (Spheres of Control, o SOC-3), de Paulhus y van Selst (1990).
MÉTODO
Participantes
El estudio empleó las siguientes tres muestras aleatorias, con adultos
de la población general que vivían en dos ciudades del norte de México:
1) una muestra normativa de 837 participantes, donde se aplicó la
EPM42 original; 2) una muestra de la primera aplicación para la estimación de la confiabilidad temporal, de 200 participantes, en la que se
administró la EPM con los veinticuatro reactivos seleccionados (EPM24),
añadiéndose la RPBS para el estudio de la validez criterial, y 3) la muestra de la segunda aplicación para la estimación de la confiabilidad temporal, de 140 participantes, en la cual se administró la EPM24, además de
la SOC-3. En las tres muestras hubo equivalencia estadística de sexo. El
63% de la muestra normativa fue extraído del estado de Nuevo León y
el 34% de Baja California, correspondiendo a la población urbana. La
media de edad fue de 31 años, con una desviación estándar de 13 y un
rango de 16 a 67 años. El 1% de la muestra dijo pertenecer a la clase
baja, 21% a la clase media-baja, 64% a la media-media, 13% a la media-alta y 1% a la alta. El 4% tenía estudios primarios, 17% secundarios,
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39% medio superiores, 36% licenciatura y 4% posgrado, correspondiendo al nivel cursado. El 78.6% de la muestra era católica, 10.8% no
pertenecía a ninguna religión, aunque sin declararse atea, 6.6% evangélica y bíblica no judía, 1.6% a otra confesión religiosa y 2.5% se definió como atea. Las dos muestras para la estimación de la estabilidad
temporal fueron equivalentes entre sí en cuanto al promedio de edad, la
escolaridad y la clase social. La edad varió de 18 a 62 años, con una
media de 29.90 y una desviación estándar de 12.08. La escolaridad osciló de primaria inconclusa a estudios de posgrado, con una media de
estudios medios superiores sin terminar. La clase social a la que dijeron pertenecer osciló de media-baja a media-alta, con un promedio de
media-media.
Instrumentos
Escala de Pensamiento Mágico (EPM) (Moral, 2009). Se partió de un conjunto de 42 reactivos. Tras el estudio de sus propiedades psicométricas, se redujo a 24 (formato extenso) o 12 (formato breve). Los reactivos
se valoran en una escala Likert con siete puntos de rango, tres en cada
polaridad y uno intermedio. Se puntúan de 1 (totalmente en desacuerdo)
a 7 (totalmente de acuerdo). La mitad está redactada en sentido de conformidad con respuestas racionales, y la otra mitad con respuestas de
tendencia al pensamiento mágico. La escala puntúa en sentido de pensamiento mágico. Muestra una estructura de dos factores correlacionados: patrón de respuesta racional (3, 8 9, 11, 12, 15, 17, 19, 20, 21, 22
y 23 para EPM24 y 9, 15, 20, 21, 22 y 23 para EPM12) y patrón de respuesta irracional (1, 2, 4, 5, 6, 7, 10, 13, 14,16, 18 y 24 para EPM24, y
4, 5, 6, 7, 10 y 14 para EPM12). La consistencia interna medida por el
coeficiente alfa de Cronbach para EPM24 y sus dos factores varía de .862
a .817, y para EPM12 y sus dos factores, de .792 a .754.
Escala Revisada de Creencias Paranormales (RPBS) (Tobacyk y cols.,
1988). Está integrada por siete factores correlacionados: creencias religiosas tradicionales (1, 8, 15 y 22), psi (creencia en la telepatía y telequinesis) (2, 9, 16 y 23), brujería (3, 10, 17 y 24), superstición (4, 11 y 18),
espiritismo (5, 12, 19 y 25), formas extraordinarias de vida (6, 13 y 20) y
precogniciones (7, 14, 21 y 26). La consistencia interna es alta (α = .91);
las de sus factores varían de .71 a .87 (Díaz-Vilela y Álvarez-González,
2004; Peeters, 2003). En la muestra de validación de 200 participantes de este estudio, aunque por el criterio de Kaiser se definen siete componentes factoriales, por el contenido de los reactivos con alta satura-
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ción en los mismos no aparece la interpretación esperada. Factorizando
por componentes principales y rotando por Oblimín, se definen como sigue: encantamientos y transmigración del alma (5, 12, 17 y 19), existencia de lo paranormal (9, 22, 24, 25 y 26), brujas y poderes mentales
(2, 4 y 10), poderes psi y existencia del demonio (8, 16 y 23), creencias
religiosas tradicionales y supercherías comunes (15 y 18), formas extraordinarias de vida (3, 13 y 20), precogniciones y otras creencias paranormales (1, 6, 7, 11, 14 y 21). Los contenidos están mezclados, lo que
hace confusa la interpretación. En el análisis factorial confirmatorio
varios índices reflejan un mal ajuste, aun cuando el modelo estructural
se simplifique a tres indicadores por factor. Además, la consistencia
interna de los factores es baja (de .41 a .69). No obstante, la consistencia interna de la escala es alta (α = .89) y se puede considerar que presenta una estructura unifactorial. El primer factor explica tres veces
más varianza que el segundo, y todos los reactivos saturan en el mismo
con cargas mayores a .30 en la matriz factorial sin rotar (Moral, 2006a).
La distribución de la escala se ajusta a una curva normal con media
de 81.77 y desviación estándar de 25.13, de ahí que solo se maneje la
puntuación total y se ignoren los factores.
Tercera edición de la Escala de Esferas de Control (SOC-3) (Paulhus
y van Selst, 1990). La SOC-3 es una escala de treinta reactivos con un
formato Likert de siete puntos, tres en cada polaridad y uno intermedio, que varían de totalmente en desacuerdo (1) a totalmente de acuerdo
(7). La mitad de los reactivos está redactada en sentido inverso al control, por lo que se invierte su puntuación. A mayor puntuación en la
escala, mayor internalidad o control propio. La escala está integrada
por tres factores correlacionados de diez reactivos cada uno, el primero de los cuales es el de control en la esfera personal (PC), el segundo
en la interpersonal (IC) y el tercero en la sociopolítica (SPC). Las consistencias internas de la escala y sus factores varían de .85 a .75. En la
muestra de 140 participantes, la SOC-3 posee una alta consistencia interna (.80) y su distribución se ajusta a una curva normal con media
de 128.56 y desviación estándar de 14.21. Por medio del análisis de
componentes principales, con una rotación Oblimín y fijando el número
de componentes por el criterio de Cattell, se definen tres factores, cuya
composición se ajusta a la esperada (PC: 1, 4, 7, 10, 13, 16, 19, 22, 25
y 28; IC: 2, 5, 8, 11, 14, 17, 20, 23, 26 y 29, y SPC: 3, 6, 9, 12, 15, 18,
21, 24, 27 y 30). La consistencia interna de los factores es alta, variando de .79 a .74.
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Procedimiento
Cada uno de los 837 participantes de la muestra normativa fue contactado individualmente, siendo todos ellos independientes entre sí en términos de lazos familiares, laborales u ocupacionales. Se dejaba el cuestionario a la persona y se recogía al día siguiente o poco después. Todos
los encuestados fueron voluntarios no remunerados. El procedimiento
de obtención de las dos muestras para la estimación de la estabilidad
temporal fue parecido al de la muestra normativa. Los alumnos (en este
caso de licenciatura) se ponían en contacto con una persona en una
visita domiciliaria, a quien le explicaban los objetivos del estudio y se
pedía al participar. Si la persona consentía, dejaban el cuestionario y
acudían ese mismo día o en los días siguientes a recogerlo. En este caso, los encuestados debían dar su nombre y dos semanas después eran
contactados de nuevo.
Las escalas RPBS y SOC-3 fueron traducidas por un procedimiento
simplificado de traducción inversa. El autor del manual tradujo la escala de inglés al español; un maestro de inglés hizo la versión traducida
al inglés; una tercera persona evaluó las discrepancias y, donde hubiera, hizo sugerencias para evitarlas, y finalmente el autor del manual fijó
la versión definitiva.
Como pruebas estadísticas se emplearon la prueba de Kolmogorov-Smirnov, una correlación lineal, el contraste de medias por la t de
Student para dos muestras emparejadas y un análisis factorial confirmatorio para contrastar el modelo estructural de dos factores correlacionados (2F) o jerarquizados a uno de orden superior (FG-2F) en las dos
muestras de la estimación de la estabilidad temporal. Se factorizó por
mínimos cuadrados generalizados (GLS) desde la matriz de correlaciones,
dejando todos los residuos independientes. Los niveles de significación
de los doce índices de ajuste considerados se pueden ver en la Tabla 2
(mal ajuste en la segunda columna, buen ajuste en la tercera y aceptable en el intervalo definido por los valores de buen y mal ajuste) (Moral, 2006b). Los cálculos estadísticos se hicieron con el SPSS, versión 16,
salvo el análisis factorial confirmatorio, que se ejecutó con el programa
Statistica, versión 7.
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RESULTADOS
252
La distribución, definida por la suma simple de elementos de la escala
(p = .020) y su primer factor (p = .036) se aproximan a la normalidad.
La del segundo factor no se ajusta a una curva normal (p < .001). Las
tres distribuciones son asimétricas positivas, es decir, se concentran en
los valores bajos o de respuesta racional. La escala y sus dos factores
presentan correlaciones test-retest altas y sus promedios, al comparar
ambas aplicaciones, resultan estadísticamente equivalentes (Tabla 1).
Tabla 1. Descriptivos, consistencia interna y ajuste a la normalidad de
EPM24 y EPM12.
Descriptivos
Rango observado
Media
Desviación estándar
Asimetría (EE = 0.085)
Curtosis (EE = 0.169)
Deciles
Normalidad
Estabilidad
temporal
NR =
140
gl = 138
10
20
30
40
50
60
70
80
90
ZK-S
p
rS-B
p
t
p
PT
EPM-24
F1
F2
PT
EPM-12
F1
F2
24-147
73.41
24.25
–0.012
–0.629
40
51
59
66
75
82
89
95
102
1.517
.020
.824
.000
–1.044
.298
12-84
40.80
15.86
0.310
–0.366
20
26
31
36
41
45
49
54
61
1.418
.036
.786
.000
–0.788
.432
12-73
32.62
13.27
0.416
–0.504
15
20
24
27
31
36
40
44
51
2.097
.000
.709
.000
–0.642
.522
12-75
34.71
13.64
0.132
–0.789
17
21
26
30
35
39
43
48
52
1.726
.005
.783
.000
–0.134
.894
6-42
19.21
9.10
0.389
–0.588
7
10
12
16
19
21
24
27
31
2.616
.000
.715
.000
0.113
.910
6-42
15.50
7.49
0.520
–0.555
6
8
10
12
14
16
20
22
26
2.963
.000
.676
.000
–0.143
.769
EPM24 y EPM12: PT: Puntaje total. F1: Patrón racional. F2: Patrón irracional.
Descriptivos: N: número de participantes. EE: error estándar de la asimetría o curtosis. Consistencia interna: NR: número de reactivos, rS-B: correlación de las dos mitades con la corrección de Spearman-Brown.
Normalidad: ZK-S: estadístico de contraste de Kolmogorov-Smirnov, p: probabilidad de ajuste a una curva
normal.
Al contrastar los modelos de dos factores correlacionados o de uno de un
factor general y dos jerarquizados con doce indicadores por factor, en
las dos muestras de estudio de la fiabilidad temporal los índices de ajuste toman valores buenos (CSR, GAM, ICSF e ICS) o aceptables (FD, χ2/gl,
PNCP, RMS EA, McI, PGI y APGI), salvo la RMS SR, que toma un valor de .087.
El modelo se rechaza por la chi cuadrada, pero el cociente de esta por
sus grados de libertad en los dos modelos con doce indicadores por fac-
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tor indica ajuste aceptable (Tabla 2). Todos los parámetros del modelo
de dos factores correlacionados son significativos, al igual que los del modelo jerarquizado. Lo mismo se observa con seis indicadores por factor.
El resultado coincide, ya sea que se defina un modelo de dos factores
correlacionados o uno de un factor general y dos jerarquizados. Todos
los índices son de buenos (FD, CSR, GAM, ICSF, ICS, χ2/gl, PNCP, McI,
PGI y APGI) a aceptables (RMS SR y RMS EA). El modelo se rechaza por la
prueba chi cuadrada, pero el cociente entre χ2 y sus grados de libertad
en los dos modelos con seis indicadores por factor refleja un ajuste bueno. Todos los parámetros de los modelos de dos factores correlacionados son significativos, al igual que los del modelo jerarquizado.
Tabla 2. Índices de ajuste en las dos muestras de la aplicación del retest.
Índices
de ajuste
FD
CSR
GAM
Descriptivos
básicos
ICSF
ICS
χ2(GLS)
p
χ2/gl
RMS SR
Basados
en la no
centralidad
(estimaciones
medias)
Interpretación
Malo
Bueno
>3
≤1
.01
0
.01
0
±.01
0
±.01
0
PnCP
RMS EA
McI
PGI
<.01
>3
>.08
>3
>.08
<.80
<.80
<.80
≥.05
≤2
≤.05
≤1
≤.05
≥.90
≥.90
≥.90
Modelos
24-2F
24-FG2F
12-2F
12-FG2F
2.963
0.000
0.000
–0.000
0.000
1001.473
.000
1.900
.087
0.325
.074
.922
.949
.933
2.963
0.000
0.000
–0.000
0.000
1001.473
.000
1.900
.087
0.325
.074
.922
.949
.933
0.659
0.000
0.000
–0.000
0.000
222.737
.000
1.871
.070
0.325
.074
.922
.949
.933
0.659
0.000
0.000
–0.000
0.000
222.737
.000
1.871
.070
0.325
.074
.922
.949
.933
APGI
Índices de ajuste: FD: Función de discrepancia, CSR: Coseno residual máximo, GAM: Gradiente absoluto
máximo, ICSF: Criterio ICSF, ICS: Criterio ICS, χ2(GLS): Chi cuadrada del modelo estimado por mínimos cuadrados generalizados, p: Probabilidad de χ2, χ2/gl: Cociente entre chi cuadrada y sus grados de libertad,
RMS SR: Raíz cuadrada de la media cuadrática de los residuos estandarizados, PNCP: Parámetro de no centralidad poblacional, RMS EA: Raíz cuadrada de la media cuadrática de los errores de aproximación, McI:
Índice de no centralidad de McDonald, PGI: Índice gamma poblacional, APGI: Índice gamma poblacional
ajustado.
Modelos: 24-2F: dos factores correlacionados con 12 indicadores cada uno, 24-FG-2F: modelo jerarquizado
con un factor general determinado por dos factores con 12 indicadores, 12-2F: dos factores correlacionados
con seis indicadores cada uno, 12-FG-2F: modelo jerarquizado con un factor general determinado por dos
factores con seis indicadores.
La escala EPM24 y sus dos factores son independientes del sexo y la
edad, pero muestran diferencias por escolaridad. Las personas que solo
saben leer y escribir promedian más alto que el resto de la muestra,
253
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ESTABILIDAD Y VALIDEZ
254
seguidas por aquellas con estudios de secundaria y primaria. Las personas con estudios medios superiores, de licenciatura o posgrado tienen las medias más bajas y estadísticamente equivalentes entre sí.
Hay una diferencia significativa en la puntuación total de EPM24 en
relación con la clase social a la que se cree pertenecer, aunque con un
efecto y asociación pequeños (η = .110). Promedian más alto las personas de clases sociales baja y alta, y más bajo las personas de clases
medias. Así, los coeficientes de terminación de un modelo de regresión
curvilíneo (cuadrático) simple con constante son significativos; no obstante, los porcentajes de varianza explicados por la clase social para
la escala o su primer factor son bajos (7%). Los encuestados de Nuevo
León promedian más alto en la escala y su segundo factor que los encuestados en Baja California. La asociación con la confesión religiosa
es débil (η = .142). Los ateos muestran menor puntuación en la EPM24
y en su segundo factor, siendo los católicos los que puntúan más alto.
Los promedios de la escala EPM24 y su segundo factor muestran diferencias significativas por convicción en las creencias religiosas y frecuencia de prácticas religiosas. Aquellos que no creen en nada ni acuden
a las ceremonias de culto, junto con los que creen mucho y acuden
con mucha frecuencia a los servicios religiosos, son los que promedian más bajo. Los que creen algo y practican el culto con poca frecuencia son los que tienen medias más altas (Tabla 3).
Tabla 3. Relación con variables sociodemográficas, religiosas y el criterio
(RPBS).
Variables
demográficas
gl
N = 837
Sexo
gl = 835
N = 837
Edad
gl = 4,
832
N = 837
Identidad de
clase social
gl = 4,
832
N = 837
Escolaridad
gl = 5,
831,
PT
EPM-24
F1
F1
PT
EPM-12
F1
F2
rbp = .021
p = .549
t = –.827
p = .408
ar = –.030
p = .391,
bF = .534
p = .711
η = .051
r = -.039
p = .262
F = 2.553
p = .038
η = .110
r = -.149
p < .001
F = 5.283
p < .001
η = .176
rbp = .013
p = .704
t = –.662
p = .508
ar = –.023
p = .503
bF = .405
p = . 805
η = .044
r = –.056
p = .104
F = 1.806
p = .126
η = .093
r = –.105
p = .002
F = 3.031
p = .010
η = .134
rbp = .022
p = .522
t = –.720
p = .472
ar = –.027
p = .443
bF = .351
p = .843
η = .041
r = –.004
p = .913
F = 2.199
p = .067
η = .102
r = –.146
p < .001
F = 5.144
p < .001
η = .173
rbp = .023
p = .505
t = –.168
p = .867
ar = –.062
p = .073
bF = 1.067
p = .372
η = .071
r = –.046
p = .179
F = 2.701
p = .030
η = .113
r = –.143
p < .001
F = 4.698
p < .001
η = .166
rbp = .010
p = .765
t = –.423
p = .672
ar = –.051
p = .138
bF = .623
p = .646
η = .055
r = –.055
p = .114
F = 1.832
p = .121
η = .093
r = –.093
p < .001
F = 2.314
p < .001
η = .177
rbp = .029
p = .395
t = –.819
p = .413
ar = –.050
p = .145
bF = 1.215
p = .303
η = .076
r = –.018
p = .599
F = 2.156
p = .072
η = .101
r = –.148
p < .001
F = 5.042
p < .001
η = .172
Continúa…
ENSEÑANZA E INVESTIGACIÓN EN PSICOLOGÍA VOL. 16, NUM. 2: 245-261 JULIO-DICIEMBRE, 2011
rbp = .049 rbp = .048
rbp = .031
rbp = .098 rbp = .053 rbp = .117
p = .004, p = .128,
p = .001
p = .157
p = .162
p = .378
Ciudad
t = –2.853 t = -1.525 t = –3.391 t = –1.418 t = –1.299
t = –.883
gl = 835,
p = .004
p = .128
p = .001
p = .157
p = .162
p = .378
F = 4.259
F = .851 F = 8.442 F = 4.057 F = 1.486 F = 6.079
Confesión
gl = 4,
p = .002
p = .493
p < .001
p = .003
p = .204
p < .001
832,
religiosa
η = .142
η = .064
η = .197
η = .138
η = .084
η = .169
r = –.034
r = –.099
r = –.078
r = –.085
r = –.053 r = –.051
N = 747
p = .150
p = .162
p = .352
p = .007
p = .033
p = .020
Creencia reliF = 3.810
F = .718 F = 7.812 F = 4.253 F = 1.320 F = 7.103
gl = 4,
giosa
p = .004
p = .580
p < .001
p = .002
p = .261
p < .001
742,
η = .142
η = .062
η = .201
η = .150
η = .084
η = .192
r = –.043 r = –.035
r = –.035
r = –.091
r = –.067
r = –.084,
N = 747
p = .243,
p = .338
p = .335
p = .013
p = .068
p = .022
Prácticas
F = 5.071 F = 1.131 F = 9.374 F = 5.035 F = 1.381 F = 8.021
gl = 4,
religiosas
p < .001
p = .341
p < .001
p = .001
p = .239
p < .001
742,
η = .163
η = .078
η = .219
η = .163
η = .086
η = .204
EPM24 y EPM12: PT: Puntaje total. F1: Patrón racional. F2: Patrón irracional.
Sexo: 1 = hombre (n = 400), 2 = mujer (n = 437). Edad: (a) continua de 16 a 66, (b) de intervalo: 1 = de 16 a 20
(n = 189), 2 = de 21 a 30 (n = 307), 3 = 31 a 40 (n = 112), 4 = de 41 a 50 (n = 150), 5 = de 51 a 66 (n = 79).
Escolaridad: 1 = leer y escribir (n = 3), 2 = primaria (n = 29), 3 = secundaria (n = 139), 4 = media superior (n = 330),
5 = licenciatura (n = 299) y 6 = posgrado (n = 37). Identidad de clase social: 1 = baja (n = 13), 2 = media-baja
(n = 173), 3 = media-media (n = 539), 4 = media-alta (n = 106), 5 = alta (n = 6). Ciudad: 1 = Mexicali (n = 306)
y 2 = Monterrey y su zona conurbana (n = 531). Confesión religiosa: católica (n = 658), cristiana no católica y
cultos bíblicos no judíos (n = 55), otra (n = 13), ateísmo (n = 21) y ninguna en particular (n = 90). Convicción
en las creencias religiosas: poco (n = 114), algo (n = 262), bastante (n = 241) y totalmente (n = 109). Seguimiento de las prácticas religiosas: con muy poca frecuencia (n = 218), con poca frecuencia (n = 270), con
frecuencia (n = 182), con mucha frecuencia (n = 56).
N = 837
Las correlaciones del puntaje total en la RPBS con la puntuación total
y los dos factores de EPM24 son altas y directas (Tabla 4). Las correlaciones de la escala EPM24 y sus dos factores con la escala SOC-3 y sus dos
primeros factores (personal e interpersonal) fueron moderadas o bajas,
y baja con el tercer factor (sociopolítico) (Tabla 4).
Tabla 4. Correlación de PM24 y PM12 con RBPS y SOC-3.
Escalas de validación
RBPS
(N = 200)
SOC-3
(N = 140)
PT
PC
IC
SPC
r
p
r
p
r
p
r
p
r
p
PT
EPM24
F1
F2
PT
EPM12
F1
F2
.793
.000
–.341
.000
–.355
.000
–.343
.000
–.200
.018
.738
.006
–.306
.000
–.317
.000
–.316
.000
–.179
.034
.696
.000
–.400
.000
–.411
.000
–.365
.000
–.218
.010
.785
.000
–.333
.000
–.345
.000
–.316
.000
–.176
.045
.714
.000
–.318
.000
–.308
.000
–.302
.000
–.125
.214
.673
.000
–.390
.000
–.396
.000
–.346
.000
–.198
.022
y EPM12: PT: Puntaje total. F1: Patrón racional. F2: Patrón irracional.
Puntaje total de la Escala Revisada de Creencias Paranormales.
SOC-3: Tercera revisión de la Escala de Esferas de Control. PT: Puntaje total.
PC: Factor de logro personal. IC: Factor de control interpersonal y SPC: Factor de
control socio-político.
r: coeficiente r de Pearson, p: probabilidad de correlación nula, N: números de pares correlacionados.
EPM24
RBPS:
255
ESCALA DE PENSAMIENTO MÁGICO (EPM): II. DISTRIBUCIÓN, DIFERENCIAS DEMOGRÁFICAS,
ESTABILIDAD Y VALIDEZ
256
Las propiedades psicométricas de la versión reducida a doce reactivos
de la Escala de Pensamiento Mágico (EPM12) son muy semejantes a las
obtenidos con la versión de 24 reactivos (EPM24), aunque con valores
ligeramente inferiores (véanse Tablas 1, 2, 3 y 4), y así la correlación
entre ambas versiones es muy alta (r = .94).
DISCUSIÓN
Los primeros estudios acerca de las creencias sobrenaturales destacaban las diferencias de sexo: las mujeres eran más creyentes que los hombres, y en parte la diferencia se atribuía a la dependencia de campo
(Randall y Desrosiers, 1980). También, varios estudios con la Escala de
Creencias Paranormales han encontrado diferencias (Rice, 2003; Tobayck y Milford, 1983). Las mujeres promedian más alto, salvo en la
creencia en ovnis y extraterrestres, donde destacan los varones (Rice,
2003). Debe señalarse que el porcentaje de varianza compartida es muy
bajo (menor a 5%); de ahí que haya trabajos empíricos que reporten
una equivalencia estadística de medias entre ambos sexos, aunque manteniéndose el promedio de las mujeres consistentemente más alto que
el de los hombres (Díaz-Vilela y Álvarez-González, 2004; Peeters, 2003;
Peltzer, 2002), tal como se observa en el presente estudio. A su vez, la
relación con la edad también muestra sus inconsistencias; en unos estudios se halla una relación lineal débil e inversa (Lange y cols., 2000;
Williams, Francis y Robbins, 2007) y en otros independencia (Aarnio y
Linderman, 2005), aunque debe señalarse que la mayoría de los estudios se han hecho en una población de estudiantes con varianza de edad
pequeña. Los presentes datos proceden de una muestra de la población general con una amplia varianza de edad, lo que remarca que la
asociación entre edad y creencias supersticiosas no es muy débil y sin
una tendencia lineal o curvilínea clara. Las escalas EPM24 y EPM12 mostraron diferencias por escolaridad, que es la variable con una asociación más clara y consistente en todos los estudios de creencias paranormales (Aarnio y Linderman, 2005; Irwin, 1993). Las personas con
menor escolaridad tienden más al pensamiento mágico. Esta asociación
refleja que en la medida en que la persona está más en contacto con
el pensamiento científico y crítico de la sociedad occidental actual se
vuelve más reacia al tipo de pensamiento mágico. Dicho contacto se realiza esencialmente a través del sistema educativo, especialmente si se
accede a estudios superiores.
ENSEÑANZA E INVESTIGACIÓN EN PSICOLOGÍA VOL. 16, NUM. 2: 245-261 JULIO-DICIEMBRE, 2011
También hubo una diferencia significativa en la puntuación total de EPM24 y EPM12 en relación con la clase social a la que se supone
pertenecer. La asociación de la tendencia al pensamiento mágico con
la clase social baja está bastante bien documentada (Irwin, 1993), pero
su relación con la clase alta es un hallazgo inesperado. Un dato que
puede esclarecer esta asociación es el elevado consumo de productos
y servicios para hacer rituales curativos, atraer la suerte, evitar el mal
de ojo y predecir el futuro entre las personas más adineradas dentro de
la sociedad mexicana. Dichos productos tienen un alto costo y son demandados por las personas con mayor poder adquisitivo. A este lucrativo negocio se le denomina “mercado esotérico” (De la Torre y Mora, 2001).
El lugar de procedencia genera un perfil diferencial en la escala
definida con 24 reactivos, pero esta diferencia desaparece en la de 12,
que se ajustan mejor a la estructura de dos factores correlacionados. La
muestra de Mexicali promedia por debajo de la de Monterrey y su zona
conurbada, es decir, exhibe más racionalismo, sin alcanzar una significación estadística en el tercer caso. Esta diferencia inestable en relación con el número y calidad de los indicadores es débil y reducida en
contenidos concretos y tal vez remarque una heterogeneidad en el país.
Se observa una mayor tendencia al pensamiento mágico entre
los católicos, lo que se puede atribuir a que constituyen la mayoría de
la población ya que cerca de 88% de los mexicanos son católicos (Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática [INEGI], 2003). Los
ateos son los que dan respuestas más racionalistas, y las personas que
no tienen una confesión religiosa concreta y no se declaran ateas manifiestan un alto nivel de pensamiento mágico, equivalente estadísticamente al de los católicos. Probablemente este último grupo esté constituido por católicos descontentos que no han sido absorbidos por las confesiones evangélicas, bíblicas o budistas, y se estima que representa
al 10% de la población (Martínez-García, 2008), lo que coincide con el
porcentaje hallado en la muestra (11%). La asociación es pequeña, al
igual que en otras investigaciones (Peeters, 2003; Thalbourne y Hensley, 2001; Tobacyk y Wilkinson, 1990). Las creencias paranormales son
diversas y muestran relaciones diferenciales con las creencias religiosas,
lo que dificulta que los índices de correlación lineal para medidas globales sean altos.
La estructura de siete factores correlacionados de la RPBS no se
reproduce. Se mezclan creencias con contenidos diversos, como en la
EPM24. La RPBS, a diferencia de la EPM24, tiene todos sus reactivos redac-
257
ESCALA DE PENSAMIENTO MÁGICO (EPM): II. DISTRIBUCIÓN, DIFERENCIAS DEMOGRÁFICAS,
ESTABILIDAD Y VALIDEZ
258
tados en sentido directo, salvo uno; de ahí que se defina un solo factor.
La unidimensionalidad de la RPBS ya fue propuesta anteriormente por
Thalbourne y cols. (1995) en población estadounidense. Las escalas RPBS
y EPM24 en la población mexicana parecen reflejar una escasa diferenciación de creencias; no obstante, la tendencia de respuesta es más
racional. La media en RPBS de la presente muestra (81.77) es significativamente menor (t = –4.125, g.l. = 199, p = .000) que la del estudio original de Tobacyk y cols. (1988) en Luisiana (89.1), pues se obtuvo una
correlación alta entre EPM24 y el criterio (RPBS), compartiendo 63% de
la varianza, solo 5% menos que la varianza compartida por las dos aplicaciones de EPM24 con un intervalo de diferencia de dos semanas, de modo que se puede considerar que EPM24 y RPBS son dos formas paralelas.
Con base en los presentes datos, en la población mexicana se reproduce la estructura de tres factores correlacionados de la SOC-3. La
medida es consistente (α = .80); además, resulta válida al confirmar la
relación moderada-baja con la tendencia al pensamiento mágico (significativa, inversa y moderada-baja). Las medias del factor de control interpersonal son equivalentes entre la muestra mexicana (46.38) y la
estadounidense de Paulhus y van Selst (1990) (M = 47.1) (t(1) = –1.005,
p = .316). Sin embargo, el promedio en el factor de control sociopolítico
en la muestra mexicana (28.92) es significativamente menor que en la
muestra estadounidense (36.6) (t(1) = –12.486, p < .001), así como en el
factor de control personal (48.71 en la muestra mexicana vs. 51.4 en
la estadounidense) (t(1) = –3.418, p = .001) y en la puntuación total de la
escala (128.56 en la muestra mexicana vs. 136.2 en la estadounidense)
(t(1) = –6.361, p < .001). La notable diferencia en control sociopolítico se
puede atribuir al contexto sociopolítico que vive México, en contraste con
el de Estados Unidos y otros países desarrollados, ya que el ciudadano
mexicano se siente manipulado por unas autoridades que califica de corruptas (González-Pérez, 2006). Aun cuando en el factor de control personal hay equivalencia estadística de medias, el promedio en la muestra mexicana es congruentemente más bajo que el estadounidense, lo
que refleja un locus de control más interno, consonante con las diferencias culturales, toda vez que la cultura latina es más colectivista y la
anglosajona más individualista.
Aunque el muestreo no fue probabilístico, se logró que la muestra normativa de 837 participantes mostrase equivalencia estadística
entre los sexos (50% hombres y 50% mujeres), lo mismo que la población
mexicana. El promedio de edad de 31 años coincide asimismo con el po-
ENSEÑANZA E INVESTIGACIÓN EN PSICOLOGÍA VOL. 16, NUM. 2: 245-261 JULIO-DICIEMBRE, 2011
blacional, si se excluye al grupo de 15 años de edad o menos. Precisamente, el rango de edad de la muestra es de 16 a 67 años (INEGI, 2007).
De igual modo, el promedio de escolaridad (estudios medios superiores
sin terminar) en un ámbito de medida de orden (INEGI, 2007) y la composición porcentual de credos religiosos (88% católicos, 7% cristianos
y bíblicos, 2% de otras religiones y 3% no creyentes, excluido 11% de
participantes con creencias religiosas indefinidas o católicos descontentos) son equivalentes a los porcentajes poblacionales (INEGI, 2003). Resta estimar la estabilidad temporal de las escalas EPM24 y EPM12 a los
seis meses, un año y dos años, así como ahondar en los aspectos de validez estudiando la relación con deseabilidad social, los rasgos de personalidad y los sesgos cognitivos.
En conclusión, la escala, ya sea en su formato de 24 reactivos o
abreviada a 12 reactivos, es estable y válida. Los baremos presentados
(deciles, medias y desviaciones estándar) son aptos para su uso en población urbana nuevoleonesa y bajacaliforniana. Muy probablemente
lo sean para otras ciudades del norte de México, ya que la diferencia
entre Monterrey y su zona conurbana con Mexicali en el EPM24 fue
muy pequeña y con un efecto mínimo (sólo 1% de la varianza de la escala explicada por el lugar de procedencia), cuando en la EPM12 y sus dos
factores había equivalencia estadística de medias entre las dos ciudades, por lo que se recomienda el uso y estudio de esta escala en otras
partes de la república.
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